摘要："租售共举"是我国目前主要的住房保障思路，产权型住房保障不仅能有效解决我国中低收入家庭的住房困难问题，还对个体劳动参与行为存在一定的影响。本文利用中国家庭金融调查2019年的微观数据，运用probit模型实证研究了购买产权型保障住房对家庭成员劳动参与概率的影响。结果表明：产权型住房保障会提高家庭成员参与劳动的概率，且结果稳健。另外，异质性分析发现，这种影响在女性中更加显著，对男性的影响则并不明显。政府应该大力支持和发展产权型住房保障，提高个体尤其是女性的劳动参与率，进而促进整个社会的经济发展。
关键词：产权型 住房保障 劳动参与概率
一、引言与文献综述
就业是连接经济增长与人类发展机会的重要桥梁。作为发展中大国，我国一直面临着巨大的就业压力，稳就业、保就业始终居重要地位[]。改革开放以来，中国经济得益于人口数量红利快速增长。据测算，中国1978-1998年人均GDP增长率达到9.5%，其中劳动力数量增长的贡献度达到24%[]。自2000以来中国逐渐进入"老龄化社会"，在人口老龄化不断加剧的进程中，人口红利也随之不断消失。2010年之后，我国劳动力供求格局发生重大转变，由之前的供给过剩转变成了供给不足，劳动人口占比和劳动参与率持续下降[],劳动年龄人口就业意愿也存在一定程度的下降，对我国经济增长产生了负面影响。劳动力供给是经济增长的生产要素，因此，研究如何促进劳动力供给、扩大就业对发展我国经济有重要的意义。然而，各国经济发展的实践证明，单纯依靠市场机制的力量来解决就业问题是不现实的，尤其是在我国这样一个人口基数庞大的国家，政府对促进劳动力供给和扩大就业具有不可推卸的责任。
与此同时，住房作为重要的民生问题，也一直受到社会各界和政府的高度关注与重视。2007年国务院出台的《关于解放城市低收入家庭住房困难的若干意见》，标志着住房全面改革以来，处于边缘位置的保障性住房建设成为和商品房并重的住房体系建设主场，形成了住房市场经济主线与住房社会保障主线整合共进格局。此后，我国保障体系不断完善，逐渐形成了由公共租赁住房、共有产权房和保障性租赁住房构成的多层次住房保障格局。党的十九大报告明确提出，"坚持房子是用来住的、不是用来炒的定位，加快建立多主体供给、多渠道保障、租购并举的住房制度，让全体人民住有所居。"2021年6月，国务院办公厅提出了"扩大保障性租赁住房供给满足新市民、青年人等住房困难群体的租房需求，加快构建以公租房、保障性租赁住房和共有产权住房为主体的住房保障体系"的要求。"租售并举"已然成为我国当前及未来一段时间住房保障的主要方向。
住房保障除了解决最基本的住房问题之外，还会产生一些社会效应和经济效应。那么，住房和就业之间存在什么关系呢？国内外已经存在许多关于住房和劳动供给之间关系的研究。M.C.Colom等利用2000年ECHP西班牙横截面数据，发现住房权属的变化会显著影响女性劳动参与率，购买住房的决策会使得女性更有可能进入劳动力市场，且住房需求和劳动力供给之间存在相互促进的关系。谢佳慧利用中国家庭金融调查（CHFS）2011、2013年的数据，研究住房资产和住房负债与女性劳动参与之间的关系，最后得出家庭住房资产过高会降低女性劳动力参与，而住房负债能提高女性劳动参与，其对拥有不同套数住房的家庭和不同产权形式家庭进行研究之后得出，一套房家庭和非完全产权住房家庭中，住房资产对女性的"挤出效应"更强。吴伟平认为房价影响女性劳动参与决策的机制有三个：财富效应、房奴效应和预期效应，其中，财富效应会降低女性劳动参与概率，房奴效应和预期效应会推升女性劳动参与概率。以上这些研究主要聚集在住房资产和房价对劳动供给的影响，一些学者还针对保障房对就业的影响进行了研究。布莱恩.雅各布（Brian A.Jacob）和延斯.路德维格（Jens Ludwig）研究了芝加哥住房保障轮候系统的数据，发现接受住房保障的家庭平均减少了11%的就业和15%的收入，并增加了21%的申请其他社会保障的可能性（Jacob & Ludwig，2012）。崔光灿认为保障房可能产生的"福利"现象不可忽视，主要表现为"挤入效应"和"滞留效应"。邓宏乾等（2015）利用湖北省五个城市的廉租住房保障家庭的入户调查数据，分别测度了实物配租、租赁补贴两种补贴政策对保障家庭的劳动供给的影响，最后得出，住房补贴对劳动供给存在显著的抑制效应，廉租房住房补贴存在福利效应，实物配租对劳动力负面影响更大。谢佳慧（2019）认为保障性住房对保障对象就业行为的影响，尚不存在福利依赖效应，保障对象的就业没有受到负面影响，在维系就业方面，非完全产权住房的效果优于完全产权住房。冷晨昕、祝仲坤（2021）发现尽管总体来看，住房保障政策满意度不尽如人意，但住房保障能够显著提升居民的幸福感。政府促进低收入家庭拥有产权住房可以对家庭起到正向的激励作用，并起到稳定社会的作用。低收入家庭拥有住房后，将会有强烈的工作动机和增加收入的愿望。
综上所述，目前关于住房及保障住房对劳动供给影响的研究已经有很多，这些研究为我国促进就业、制定保障住房政策等提供了重要的参考价值，但还存在以下几个方面的不足；（1）大多研究集中在房价或者住房资产对劳动力供给的影响，而对购房尤其是购买保障性住房这一行为对劳动力供给影响的研究较为缺乏；（2）学界对租赁住房的福利效应的存在性得到的结论较为一致，但对产权型保障住房的研究较少。（3）部分学者对产权型保障住房的政策效果进行了研究，但这些研究主要以定性研究为主，定量研究不多，且大部分研究建立在已经逐渐退出保障房体系的经济适用住房的基础上，在现行的住房保障体系下，不能很好地代表产权型住房对就业的影响。本文利用中国家庭金融调查（CHFS）2019年的数据，构建了关于产权型保障住房与个体劳动参与行为之间的probit模型，探究购买产权型保障住房对个体参加劳动概率的影响，并从性别的角度进行了异质性分析。本文拓宽了对产权型住房保障政策效果的研究，为未来我国住房保障政策的制定与优化提供了一定的参考价值。
二、理论依据
拥有一套属于自己的住宅是大多数中国人的梦想和奋斗的目标，因此购置自有住宅对于每个家庭来说都是一项重要的决策，会对家庭行为产生重要影响。这种影响并不止发生在购房行为发生后，还可能贯穿购房前、中、后三个阶段。其中，家庭劳动供给就深受购房行为的影响。该影响可以体现在质和量两个方面上。首先在质上，表现为从劳动力市场之外转到劳动力市场中；在量上则表现为工作时间的延长或工作强度的提高。从直觉上看，家庭成员通过提高工作努力程度以换取更多的工资来支付首付和随后的贷款似乎是显而易见的。国内外学者对住房与劳动力供给之间的关系作了大量研究，大部分聚集于房产价值对家庭劳动供给或女性劳动供给的影响。这些研究得到的结论存在不一致性，如Jianmei Zhao等（2018）利用中国城市数据发现,与经济理论相反，房价上涨并没有产生劳动力减少的"财富效应"，反而鼓励家庭夫妻更积极地参加劳动力市场，住房财富每增加10万元，个人加入劳动力市场的概率就会提高约两个百分点，居住在房价上涨幅度较大省份的房主往往比居住在房价上涨幅度较低省份的房主更积极地参加工作。而吴伟平（2016）等利用CHNS数据和城市房价数据检验了房价对女性劳动参与决策的净影响发现，房价上涨1%将导致女性劳动参与概率平均下降0.08个百分点。虽然这些研究的结论存在不一致，但对于住房影响劳动力参与的机制，各学者的观点较为一致，认为房产影响劳动参与主要存在以下三种机制：财富效应、房奴效应以及预期效应。国内专门针对保障性住房的研究目前为数不多，而由于发达国家住房福利救助制度起步较早，且保障性住房的规模较大，因此国外在这方面的研究比较丰富。大部分研究均认为住房补助会产生福利效应，降低保障对象的就业率。国内许多研究也认为保障性住房存在福利效应，但由于中国之前的保障体系更多以租赁为主，所以这些研究主要也是基于租赁视角，对产权型保障性住房的研究寥寥可数。
目前我们国家的产权型保障住房主要以共有产权住房为主。首先，住房的"财富效应"指的是，住房的投资属性使得拥有住房的家庭在房价上涨之后产生正向的收入效应，从而提升家庭成员的闲暇消费而降低劳动供给。而对于购买产权型保障住房的家庭来说，他们购房需求往往属于刚性需求，购房行为对他们来说更多属于消费而非投资。且各地产权型保障住房的申请条件几乎均包括申请者在本地无其他房产且没有享受其他住房保障政策，而"财富效应"更可能存在于拥有多套房的家庭。因此，产权型住房保障的"财富效应"几乎不存在。其次，申请购买产权型保障住房的家庭往往不具备一次性支付的能力，大多数家庭依靠贷款或借款购房，首付款和未来的还款压力会使得购房家庭在决定购房前和购房后增加劳动供给从而提高收入。尤其是目前的共有产权住房采取的是首次购买部分产权，满一定年限后可购买全部产权的机制，拥有完全产权的动机会使得计划购买或已购买共有产权住房的家庭在很长一段时间内均会增加劳动供给以提高收入，为房款进行储蓄。因此，"房奴效应"会使得购买产权型保障住房的家庭增加劳动供给。另外，由于产权型保障住房的户型、面积、区位等有一定的限制，部分家庭还可能在未来产生更换或改善住房的意愿，这也会使得购房家庭增加劳动供给。学界对于租赁型保障住房"福利效应"的存在性基本达到了一致，原因在于保障对象会为了获得持续的保障资格而降低工作努力程度。而产权型保障住房的申请资格是一次性的，购房之后无特殊情况，往往不会出现收回的情况。因此，产权型保障住房购买者不会产生为了获取持续的保障资格而减少劳动的动机。
综上所述，本文认为购买产权型保障住房的计划和行为均会提升家庭劳动参与率与工作努力程度。为检验结论的可靠性，本文构建了家庭成员劳动参与概率与产权型保障住房申请情况的probit回归模型，由于女性劳动参与的灵活度更大，因此，本文在稳健性检验中剔除了男性样本。另外，本文还将被解释变量替换为家庭成员认为本年收入较上一年相比的状况，运用OLS回归来检验结论的稳健性。
三、数据来源与变量说明
（1）数据来源
本文数据来源于西南财经大学的中国家庭金融调查项目（China Household Financial Survey，CHFS）2019年的调查数据，主要调查内容包括家庭的人口统计学特征、资产与负债、收入与支出、保险与保障、人口与就业等方面的信息。该数据覆盖全国29个省（自治区、直辖市），343个区县，1360个村（居）委会，最终包含34643个家庭数据及107008个家庭成员数据。该数据通过严格的分层随机抽样方法获得，在研究家庭金融决策和消费决策等领域具有代表性。筛去缺失样本，本文共得到有效数据2834份。
（2）变量说明与统计性描述
核心解释变量：本文核心解释变量为是否购买产权型保障住房，在模型中用zfbz来表示，数据来源于CHFS问卷中C1000bq“您是否申请购买保障性住房”。该变量为二值变量，若回答"不打算申请"则赋值为0，回答"打算申请、但还未审核"、"已申请在排号"及"已申请在审核"都视作申请购买保障性住房，赋值为1。
被解释变量：本文的被解释变量为劳动参与情况，在模型中用isworking来表示，数据来源于CHFS问卷中A3100a“目前，您的工作状态是”以及A3154a“您是否在寻找工作”。该变量为二值变量，将有工作或正在寻找工作的赋值为1，否则赋值为零。
控制变量：另外，本文还控制了性别、年龄、婚姻状况、身体健康状况、文化程度、户口类型、抚养比、家庭规模和上一年的收入等个体、家庭特征变量以及地区特征变量。其中，本文按照吴伟平（2016）的做法，将未婚赋值为0，将在婚、离婚、丧偶及分居等赋值为1。将身体状况分为三类，认为自己身体状况比同龄人差赋值为1，认为自己身体状况跟同龄人差不多赋值为2，好赋值为3；将文化程度依据学历层次分为六类，分别为小学及以下赋值为1、初中赋值为2、高中及中专/职高赋值为3、大专及高职赋值为4、本科赋值为5、研究生赋值为6。
各变量的描述性统计如下表1所示，可以看到，81.1%的人处于工作状态；已申请购买保障性住房或有申请购买住房保障打算的样本值为442个，仅占样本的15.6%。可能的原因是我国目前住房保障体系中产权型住房保障的发展还不够成熟。样本中受教育程度的平均值为2.98左右，大致处于高中、职高学历，符合我国现阶段的平均受教育程度。另外，样本中非农业户口的比重为56%左右，略高于农业户口，说明我国城镇化有一定的进展。样本中大部分个体已婚，约占90.8%。样本中家庭规模的平均值为3.18，符合我国目前常见的家庭结构。家庭抚养比的平均值为0.42，表明平均每两个劳动者要养活一个非劳动者。
四、实证分析
- 1. 模型设定
为探究产权型住房保障对个体劳动参与决策的影响，本文构建了劳动参与决策的Probit离散选择模型，基准模型如下所示：
Pr( isworking = 1)=φ（α+βzfbz + γX ) (1)
式（1）中，二值变量isworking为个体是否处于工作状态，被解释变量为处于工作状态的概率。核心解释变量zfbz为是否申请或计划申请购买保障性住房，X为上文提到的一系列控制变量，包括个体特征变量、家庭特征变量和地区特征变量。待估系数β表示产权型保障性住房对个体劳动参与概率的净效应。
另外，在稳健性检验中，本文将被解释变量更换为个体认为自身收入较上一年相比的状况，该变量可以在一定程度上表现出个体当年的工作努力程度。该稳健性检验采用OLS回归，模型如下：
H5104i=α1+β1zfbzi+β1Xi+εi
其中H5104表示个体认为自身收入较上一年相比的状况，zfbz和控制变量与基准回归一致。
- 2. 实证结果
（1）基准回归
表2第（1）列汇报了基准回归结果，产权型保障住房的边际效应为0.1720，且在5%水平上显著，表明了在控制个体特征变量、家庭特征变量以及地区特征变量之后，产权型住房保障对个体劳动参与概率的净效应为正，相较于不打算购买产权型保障住房的个体来说，有购买打算或已经购买保障产权型保障住房的个体劳动参与概率大约提高了17.2%。这说明产权型住房保障不仅没有产生福利依赖效应，还能够促进个体劳动参与。另外，从受教育程度的回归系数中可以得到，当受教育程度处于高中或职高及以下时，其对个体劳动参与概率的影响不显著，当个体的受教育程度达到大专及高职后，受教育程度对个体劳动参与概率的影响开始显著，尤其是当个体接受了本科教育之后，受教育程度对其劳动参与概率的影响大幅增加，具体而言，相较于受教育水平仅为小学及以下的个体，接受本科教育使得个体劳动参与率提高了64.1%，且该结果在1%统计水平上显著。由此可见，人力资本的积累是提升我国劳动参与率的有效途径之一。年龄的系数为-0.015，且在1%的统计水平上显著，由于本文所选样本中个体的年龄大多位于35岁以上，已经处于黄金工作年龄的顶峰，所以回归结果显示随着年龄的增大，参加工作的概率越来越低是可靠的。户籍的系数为0.1466且在1%水平上显著，表明相较于农业户口，非农业户口的劳动参与率大约提高了14.7%，可能的原因是户籍为农业的个体更有可能从事农业活动而非加入劳动力市场。健康状况的系数为负，且在1%的统计水平上显著，表明认为自己相较于同龄人身体更差的人反而劳动参与概率越高。可能的原因是，认为自己较同龄人身体越差，越会在此时努力工作来增加储蓄以应对以后可能出现的医疗支出。另外，家庭规模和抚养比的系数均为负，且都显著。其中，家庭规模的系数为-0.0548，表明家庭成员数量每增加1个，会使个体劳动力参与概率下降5.5%左右，可能的原因是，控制了其他因素的条件下，家庭成员数量越多，可以参加劳动的人数就越多，那么每个人的工作压力就越小。抚养比的系数-0.2629，即非劳动人口占劳动人口的比例每提高1个单位，则个体的劳动参与率大约会下降26.3%，可能的原因是家庭抚养比越高，那么个体承担的家庭照料责任就越大，更需要留在家庭照顾老人和小孩，因而不得不选择退出劳动力市场。上一年收入的系数为正且在5%的水平上显著，可能的原因是，上一年收入越高，则个体更有动机将该收入维持下去而更不愿意退出劳动力市场。整体来看，基准回归结果中，解释变量和控制变量在回归系数、方向和显著性方面均符合常理，回归结果较为可靠。
（2）稳健性检验
- 1. 改变被解释变量
基准回归采用的被解释变量为个体当前的工作状态，来源于CHFS问卷中问题A3100a“目前，您的工作状态是？”和A3154a“您是否在寻找工作？”。现在稳健性检验中将其更改为个体认为今年收入较去年相比的状况，数据来源于H2104“与2016年相比，去年您家总收入状况如何？”。表2第（2）列展示了改变被解释变量之后的回归结果。可以看到，购买产权型住房保障的系数依旧为正且在10%的统计水平上显著，表明本文的结论基本稳健。
- 2. 删除男性样本
基准回归中使用的样本没有对性别进行区分，考察的是购买产权型保障住房这一决策对所有个体劳动参与率的影响情况。但在现实生活中，家庭中的大部分成年男性已经全职处在劳动力市场中，且承担着养活家庭的责任，缺乏进出劳动力市场的弹性，因此购买产权型保障住房这一决策对男性的影响可能很小。。而女性在劳动力市场中有很大的灵活性，因此本文在稳健性检验中，剔除男性样本，仅考虑购买产权型保障住房这一行为对女性劳动参与决策的影响。表2中第（3）列和第（4）列为删除男性样本后的回归结果。可以看到，购买产权型保障住房这一行为的系数显著为正且较基准回归相比有所增大，表明加入男性样本后产权型住房保障的系数确实被低估了，这一结果也证明了本文结论的稳健性。
（3）异质性分析
在稳健性分析中，本文剔除了男性样本，仅考察产权型保障性住房对女性劳动供给行为的影响，得出产权型住房保障显著提高了女性的劳动参与率。为进一步探究产权型保障住房对不同性别个体劳动参与决策的影响，本文在此小节中对性别进行分样本讨论。回归结果如表3所示。可以看到，产权型保障住房对男性劳动参与行为的影响并不显著，这进一步证实了本文稳健性检验中的猜测，也与Nicole M.Fortin（2015）的看法一致，大多数成年男性已经全职工作，所以从女性劳动力供给的角度来评估影响更加合适。
五、结论与政策建议
近年来，我国劳动参与率出现了一定程度的下降，人口红利对经济的促进作用逐渐消失。而住房保障除了解决中低收入人群的住房困难问题之外，对劳动参与率与经济增长也有一定的影响。改革开放以来，我国出台了一系列住房保障政策，逐渐建立起了"租售并举"的住房保障体系。本文借助中国家庭金融调查数据库2019年的微观数据，基于probit模型，研究了产权型住房保障对家庭劳动供给行为的影响。实证结果表明，购买产权型保障住房的行为或计划会增加家庭成员参加工作的概率，具体而言，购买产权型保障住房的行为或计划能使家庭成员劳动参与概率提升17.2%。另外，在异质性分析中发现，产权型住房保障对于男性和女性劳动供给行为的影响存在差异，其对女性的影响更加明显，能使女性劳动参与概率提升24.9%。
本文的结论对于政府制定住房保障政策具有一定的参考价值。住房保障是我国政府和社会最关注的民生问题之一，究竟是通过产权住房保障还是租赁型保障为主来解决中低收入家庭困难问题，在我国的实践中不断摇摆。学界对于我国保障形式的选择存在较大的争议，部分学者主张现阶段应发展公租房、保租房等租赁型保障房，对我国现在大力推行的共有产权住房持怀疑态度。本文的结论则表明，首先，我国应当将产权住房支持作为住房保障政策的重点之一。产权型住房保障不仅满足了中低收入家庭的住房问题，还减少了住房的投机功能，减少了住房保障的福利依赖，提升了家庭成员的劳动参与概率，对整个社会的经济发展有一定的促进作用。另外，我国还应当不断探索完善产权型住房保障的保障形式，不同保障形式对于家庭劳动参与的激励是有差异的，如北京的共有产权住房只能封闭运行，购房人不能购买政府产权，这就可能对购房家庭后期工作积极性产生一定的积极性，因此保障形式也是制定具体政策中需要注意的问题。最后，政府还应该完善住房保障公共政策，通过税收、贷款等政策，鼓励和支持保障家庭购买产权型保障住房。
